宣城市农民收入对消费支出的影响

摘要：本文选取2002年～2019年的年度数据，运用协整分析和误差修正模型，实证分析宣城市农民收入对消费支出的影响。结果显示，宣城市农民人均可支配收入与宣城市农民人均消费支出存在长期稳定的均衡关系，农民人均可支配收入上升1个百分点，农民人均消费支出上升1.2137的百分点。当短期波动偏离长期均衡时，误差修正项将以0.7750的力度做反向调整，将非均衡状态拉回均衡状态。大力发展农村生产，加快推进新型城镇化建设，加大农民的非农生产技能培训，健全农村社会保障制度，可以稳步提升农民消费水平。

关键词：消费支出;人均可支配收入;农民;协整分析;误差修正模型

一、引言

关于农民收入对农民消费支出的影响，孙文凯等（2008）认为，迟缓增长的收入以及慢慢扩大的差距是约束农民消费增长的主要因素;汪旭辉等（2009）的计量分析指出，我国农民消费的欲望比较强烈，然而收入的低下却限制了其消费能力;陶醉等（2016）的实证研究表明，不同渠道来源的收入均正向地影响农民消费支出;张或泽等（2018）指出，收入是决定农民消费支出的最关键的原因;王艳等（2018）探讨了收入结构对农民消费支出的影响，结果说明，非农收入比例的提高有助于促进消费结构的升级。

现有的众多文献表明，学者们的研究大多基于全国层面的数据，且研究的结果均证明农民的消费水平主要受其收入的影响。由于不同地区农民收入的差距较大，因而农民消费支出水平亦有所不同。近年来，宣城市正在全力推进社会主义现代化建设，提高农民收入，改善农民的消费水平至关重要。鉴于此，本文选择安徽省宣城市作为研究对象，以Eviews9.0软件为研究工具，选取2002年～2019年共计18年的年度数据，运用经济计量方法实证检验宣城市农民收入对宣城市农民消费支出的影响，为多渠道增加农民收入，进而提升农民消费水平贡献绵薄之力。

二、实证分析

1.指标与数据说明

宣城市农民收入指标，采用农民人均可支配收入表示，记为PDIF。宣城市农民消费支出指标，采用农民人均消费支出表示，记为RPCE。为了减低样本数据的波动，防止产生异方差，对RPCE与PDIF分别取对数，相应地，分别记为LNRPCE与LNPDIF。

采用年度数据，时间跨度为2002年～2019年，其中，2002年的RPCE和PDIF的数值根据2003年数据计算得到，2003年～2019年的RPCE和PDIF的数值来自《宣城统计年鉴》。

2.绘制LNRPCE与LNPDIF的序列折线图与散点图

打开EVIEWS9.0软件，输入2002年～2019年宣城市农民人均可支配收入PDIF与宣城市农民人均消费支出RPCE的数据，利用命令LGRPCE=LOG（RPCE）以及LGPDIF=LOG（PDIF），生成对数序列LNRPCE与LNPDIF。选中LNRPCE与LNPDIF，以“as group”的方式打开序列LNRPCE与LNPDIF，在打开的一组数据LNRPCE与LNPDIF的窗口下，选择“view”，然后选择“graph”，再分别选择“line and symbol”与“scatter”，顺次绘制LNRPCE与LNPDIF的序列折线图与散点图。

图1为变量LNRPCE与LNPDIF的折线图，图2为变量LNRPCE与LNPDIF的散点图。图1显示，随着时间的逐步推移，LNRPCE与LNPDIF的增长趋势都是十分的明显，而且LNRPCE曲线与LNPDIF曲线都显然地带有截距项。图2表明，变量LNRPCE与LNPDIF之间有着非常明显的线性相关关系。

3.变量的单位根检验

图1说明，序列LNRPCE与LNPDIF都有随时间的演变而逐渐上升的趋势，表明LNRPCE与LNPDIF的均值都有所变化，所以都是非平稳序列，为了防止“伪回归”，本文对样本时间序列采用当前使用的最为广泛的ADF检验法进行平稳性检验。因为LNRPCE与LNPDIF皆表现出明显的增长趋势且带有截距，其ADF单位根检验形式亦采用“trend and intercept”，打开LNRPCE序列，在LNRPCE序列的窗口下，先选取“view”，之后选取“unit root test”，再同时选取“level”和“trend and intercept”，最后点擊右下方两个按钮之一的“OK”，滞后期由软件自动决定，如此再检验序列LNPDIF。EVIEWS输出的变量LNRPCE与LNPDIF的ADF检验值分别是-2.542163、-0.300770，都大于10%临界值-3.297799，所以LNRPCE与LNPDIF都不平稳。

用ΔLNPDIF与ΔLNRPCE分别表示变量LNPDIF与LNRPCE的一阶差分，打开LNPDIF序列，先选取“view”，然后选取“unit root test”，再同时选取“1st difference”和“trend and intercept”，滞后期也是由软件自动决定，最后点击右下方两个按钮中左边的“OK”，即完成了对ΔLNRPCE序列的平稳性检验。ΔLNPDIF与ΔLNRPCE的ADF检验值分别为-4.000424与-5.376529，都小于5%临界值-3.733200，所以变量ΔLNPDIF与ΔLNRPCE都是平稳序列。因此，变量LNPDIF与LNRPCE都是一阶单整序列，符合协整分析的条件。

4.协整检验

Engle与Granger（1987）指出，在只有两个变量的情况下，E-G两步法适用于同阶单整。本文考察宣城市农民人均可支配收入LNPDIF对宣城市农民人均消费支出LNRPCE的影响，散点图揭示LNRPCE与LNPDIF具有十分明显的线性关系，且变量LNPDIF与LNRPCE皆是一阶单整，可以选用E-G两步法对LNRPCE与LNPDIF进行协整分析。

第一步，先后而且同时选中LNRPCE与LNPDIF，点击鼠标右键选取“as equation”，窗口中出现“LNRPCE LNPDIF C”，不改变默认的最小二乘法，点击最下方左侧的“确定”，估计回归方程如下：

显然，回归方程（1）的拟合程度很好;F值也很大，回归方程（1）通过整体性检验。

第二步，在回归方程（1）的界面下，选取“quick”，下拉菜单中选取“

generate series...”，在“enter equation”一栏下键入“e1=resid”，残差项e1如此生成。序列LNRPCE与LNPDIF存在协整关系的前提条件是残差项e1的水平序列平稳，由于e1是回归方程（1）的残差，它的总和为零，所以在单位根检验形式上不应包含截距项，也不应带有时间趋势项，因而选择“none”，AIC与SIC最小原则选择最佳滞后期为0，e1的ADF检验值-3.290060，临界值-2.708094，伴随概率0.0026。所以e1在1%的显著性水平下平稳，表明LNPDIF与LNRPCE之间具有长期均衡的协整关系，且LNPDIF与LNRPCE之间呈现出正向关系，即宣城市农民人均可支配收入LNPDIF越大，宣城市农民人均消费支出LNRPCE越高，当宣城市农民人均可支配收入LNPDIF增长1%，宣城市农民人均消费支出LNRPCE上升1.213742%。

5.格兰杰因果关系检验

变量LNRPCE与LNPDIF具有协整关系，那么它们之间是否具有因果关系呢？为了进一步分析宣城市农民人均可支配收入LNPDIF对宣城市农民人均消费支出LNRPCE的影响，执行格兰杰因果关系检验。

依然先后并同时选中LNRPCE与LNPDIF，在打开的一组数据LNRPCE与LNPDIF的窗口下，先选择“view”，然后选择“Granger causality”，选取最佳滞后期，原假设“LNPDIF does not Granger Cause LNRPCE”的概率为0.0498，小于5%，因此拒绝原假设是以判定：在5%的显著性水平下，LNPDIF是LNRPCE 的格兰杰原因。同理，也能判定LNRPCE 是LNPDIF的格兰杰原因。所以，LNRPCE 与LNPDIF互为格兰杰原因。

6.误差修正模型

长期来看，宣城市农民人均可支配收入LNPDIF与宣城市农民人均消费支出LNRPCE之间具有均衡关系。但是，短期内LNPDIF与LNRPCE之间的关系也许会失衡，本文将e1看作均衡误差，使用EVIEWS9.0软件，多次实验，尝试建立LNRPCE与LNPDIF的误差修正模型，选择“quick”，然后选择“estimate equation”，默认界面下输入“d（lnrpce）d（lnpdif）e1（-1）c”，最后点击底部左侧的“确定”，模型的估计结果为：

由方程（2）可以看出，短期内宣城市农民人均可支配收入LNPDIF的波动，将会引起宣城市农民人均消费支出LNRPCE的同方向变化，如果宣城市农民人均可支配收入LNPDIF波动1%，将引起宣城市农民人均消费支出LNRPCE波动1.2537%。

方程（2）表达的经济含义是：人均消费支出的变化率不但受到人均可支配收入的变化率的影响，并且受到上一期的消费支出对均衡水平的偏离的影响，上一期偏离的越多，误差修正项系数-0.775028对本期的反向调整则越多，系统具备误差修正机制。

三、结论与建议

序列图与单位根检验均说明，在样本区间内的2002～2019年，宣城市农民人均可支配收入LNPDIF与宣城市农民人均消费支出LNRPCE都是非平稳的，短期内呈现非一致性。协整分析显示，LNPDIF与LNRPCE存在长期稳定的均衡关系，宣城市农民人均可支配收入LNPDIF增长1%，宣城市农民人均消费支出LNRPCE上升1.213742%。格兰杰因果关系检验说明，滞后1期，LNRPCE与LNPDIF互为格兰杰因果关系。误差修正模型表明，宣城市农民人均可支配收入LNPDIF增长1%，将引起宣城市农民人均消费支出LNRPCE增长1.253728%，当短期变化偏离长期均衡，误差修正机制以0.775028的较大力度作出反向修正，使得非均衡状态返回均衡状态。

由此可见，提升农民消费水平，主要的途径是提高农民收入。首先，大力发展农村生产。扩大农村基础设施投资，扶助农村龙头企业，推进农业现代化经营，培育地方特色农业，提高农村生产效率。其次，加快新型城镇化建设，积极开展区域特色城镇经济，努力增加非农就业岗位，转移农村富余劳动力，提升农民劳动收入。再次，加大农民的非农生产知识培训，增强农民非农就业能力，扩展农民非农收入渠道，改善农民收入结構。最后，健全农村社会保障制度，提高农村合作医疗保险的政府补助标准，构建完善的农村养老体系，增加对农村低收入群体的转移支付，可以提升农民的消费预期。

参考文献：

[1]孙文凯，白重恩.我国农民消费行为的影响因素[J].清华大学学报（哲学社会科学版），2008，（6）：133～138+158.

[2]汪旭辉，顾晶.中国农村居民消费与收入关系的实证研究[J].北京工商大学学报（社会科学版），2009，（1）：58～63.

[3]陶醉，易发云.不同来源收入对农村居民消费结构的影响分析[J].统计与决策，2016，（7）：112～113.

[4]张彧泽，赵新泉.收入不确定性对农村居民消费结构的影响分析[J].商业经济研究，2018，（16）：40～44.

[5]王艳，郝丛卉，卢虹好.收入结构、财政支出影响农村居民消费结构的实证分析[J].西安理工大学学报，2018，34（3）：364～370.

[6]杜江，李恒，贾文.计量经济学及其应用[M].北京：机械工业出版社，2016.

[7]王军虎，刘苗.计量经济学综合实验[M].北京：机械工业出版社，2016.

[8]张兆丰.计量经济学基础[M].北京：机械工业出版社，2017.

[9]张凤云，鲍步云，朱晓俊.安徽省农村居民收入与消费结构的灰色关联分析：基于不同来源视角[J].宿州学院学报，2018，（8）：14～19.

作者简介：

吴海琴，宣城职业技术学院教育与管理学院讲师。